estimated_standard_deviation
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estimated_standard_deviation [2016/03/14 02:25] – hkimscil | estimated_standard_deviation [2020/05/04 23:26] – [Proof] hkimscil | ||
---|---|---|---|
Line 1: | Line 1: | ||
- | ====== | + | ====== |
- | http:// | + | 문제. |
- | 우선, Expected value (기대값)와 Variance (분산)의 연산은 아래와 같이 계산될 수 있다. | + | |
- | <WRAP box> | + | 우리는 모집단의 (population) 평균값을 알고 있다면 샘플의 분산값을 다음과 같이 구할 수 있다. 그리고, 이것을 모집단의 분산값으로 추정할 수 있다. |
- | X,Y are Independent variables. | + | |
- | \begin{eqnarray} | + | \begin{eqnarray*} |
- | E[aX] = a E[X] \\ | + | \hat{\sigma^{2}} |
- | E[X+Y] | + | \end{eqnarray*} |
- | Var[aX] | + | |
- | Var[X+Y] = Var[X] + Var[Y] | + | |
- | \end{eqnarray} | + | |
- | </ | + | 그러나, 현재 우리가 가지고 있는 것은 샘플 밖에 없다. 즉, 모집단의 평균은 알지 못하는 상태이기에 모집단 분산을 추정하는 계산에 사용할 수 없다. 따라서 샘플의 평균을 사용한다. 그런데, 샘플의 평균을 사용할 때는 분모에 N 대신에 n-1을 사용해야 한다. 왜 n-1을 사용하는것이 모집단의 분산값 추정에 도움이 되는가가 문제이다. |
- | 이때, 한 샘플의 평균값을 $X$ 라고 하면, 평균들의 합인 $S_k$ 는 | + | \begin{eqnarray*} |
+ | \hat{\sigma^{2}} = \frac {\displaystyle\sum_{i=1}^{n}{(X_{i}-\overline{X})}} {n} | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
- | $$ S_{k} = X_1 + X_2 + . . . + X_k $$ | + | \begin{eqnarray*} |
+ | \hat{\sigma^{2}} = \frac {\displaystyle\sum_{i=1}^{n}{(X_{i}-\overline{X})}} {n-1} | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
- | 와 같다. | + | 이 모집단의 분산값을 ($\sigma^2$) 대표함을 알아보는 것이 문제이다. |
- | 이렇게 얻은 샘플들(k 개의)의 평균인 $A_k$ 는, | ||
- | $$A_k = \displaystyle \frac{(X_1 + X_2 + . . . + X_k)}{k} = \frac{S_{k}}{k} $$ | + | ====== 직관적 이해 ====== |
+ | 위에서 n-1 을 사용하기 위해서 추정하는 것은 | ||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | \displaystyle\sum_{i=1}^{n}{(X_{i}-\mu)} > \displaystyle\sum_{i=1}^{n}{(X_{i}-\overline{X})}} | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | 라는 점이다. 따라서 n 대신 n-1로 나눠주어서 " | ||
- | 라고 할 수 있다. | + | 아래는 20개의 원소를 갖는 k 집합을 예이다. |
+ | '' | ||
- | 이때, | + | 우리는 이 집합의 평균과 분산값이 각각 8.95 와 27.2475 임을 알고 있다. |
- | $$ | + | 위의 모집단에서 3개의 샘플을 취하여 S1 = {4, 11, 18}을 얻었고, 그 평균값은 11이다. 위의 샘플에서 모집단의 분산값을 예측한다고 할 때, 모집단의 (N=20인) 평균값을 안다고 하면 우리는 |
- | \begin{align*} | + | | s1 | mu | deviation score | ds< |
- | E[S_k] & = E[X_1 + X_2 + . . . +X_k] \\ | + | | 4 | 8.95 | -4.95 | 24.5025 | |
- | & = E[X_1] + E[X_2] + . . . + E[X_k] \\ | + | | 11 | 8.95 | 2.05 | 4.2025 | |
- | & = \mu + \mu + . . . + \mu = k * \mu \\ | + | | 18 | 8.95 | 9.05 | 81.9025 | |
- | \end{align*} | + | | | | SS< |
- | $$ | + | |
- | + | ||
- | $$ | + | |
- | \begin{align*} | + | |
- | Var[S_k] & = Var[X_1 + X_2 + . . . +X_k] \\ | + | |
- | & = Var[X_1] + Var[X_2] + \dots + Var[X_k] \\ | + | |
- | & = k * \sigma^2 | + | |
- | \end{align*} | + | |
- | $$ | + | |
- | 이다. | + | SS< |
- | 그렇다면, | + | | s1 | $\overline{X}$ | deviation score | ds< |
+ | | 4 | 11 | -7 | 49 | | ||
+ | | 11 | 11 | 0 | 0 | | ||
+ | | 18 | 11 | 7 | 49 | | ||
+ | | | | SS< | ||
- | $$ | + | 이렇게 얻은 SS< |
- | \begin{align*} | + | |
- | E[A_k] & = E[\frac{S_k}{k}] \\ | + | |
- | & = \frac{1}{k}*E[S_k] \\ | + | |
- | & = \frac{1}{k}*k*\mu = \mu | + | |
- | \end{align*} | + | |
- | $$ | + | |
- | 이고, | ||
- | $$ | ||
- | \begin{align*} | ||
- | Var[A_k] & = Var[\frac{S_k}{k}] \\ | ||
- | & = \frac{1}{k^2} Var[S_k] \\ | ||
- | & = \frac{1}{k^2}*k*\sigma^2 \\ | ||
- | & = \frac{\sigma^2}{k} \nonumber | ||
- | \end{align*} | ||
- | $$ | ||
- | 라고 할 수 있다. | ||
+ | < | ||
+ | ############ | ||
+ | set.seed(1010) | ||
+ | n.pop <- 20 | ||
+ | k <- sample(1: | ||
+ | k | ||
+ | k.mean <- mean(k) | ||
+ | k.pvar <- var(k)*((n.pop-1)/ | ||
+ | k.mean | ||
+ | k.pvar | ||
- | 한편, 분산값은 | + | ############ |
+ | n.samp <- 3 | ||
+ | ks <- sample(k, n.samp) | ||
+ | ks | ||
+ | ks.mean <- mean(ks) | ||
+ | ks.var <- var(ks) | ||
+ | ks.pvar <- var(ks)*((n.samp-1)/ | ||
+ | ############ | ||
+ | ks-k.mean | ||
+ | ks-ks.mean | ||
+ | sum((ks-k.mean)^2) | ||
+ | sum((ks-ks.mean)^2) | ||
+ | </ | ||
- | $$ | + | < |
- | \begin{align*} | + | ############ |
- | Var[X] & = {E{(X-\mu)^2}} \\ | + | set.seed(3) # another sample |
- | & = E[(X^2 - 2 X \mu + \mu^2)] \\ | + | n.samp <- 3 |
- | & = E[X^2] | + | ks <- sample(k, n.samp) |
- | & = E[X^2] | + | ks |
- | & = E[X^2] | + | ks.mean <- mean(ks) |
- | & = E[X^2] | + | ks.var <- var(ks) |
- | \end{align*} | + | ks.pvar <- var(ks)*((n.samp-1)/ |
- | $$ | + | ############ |
+ | ks-k.mean | ||
+ | ks-ks.mean | ||
+ | sum((ks-k.mean)^2) | ||
+ | sum((ks-ks.mean)^2) | ||
- | 라고 할때, | + | ############ |
+ | set.seed(5) # another sample | ||
+ | n.samp <- 3 | ||
+ | ks <- sample(k, n.samp) | ||
+ | ks | ||
+ | ks.mean <- mean(ks) | ||
+ | ks.var <- var(ks) | ||
+ | ks.pvar <- var(ks)*((n.samp-1)/ | ||
+ | ############ | ||
+ | ks-k.mean | ||
+ | ks-ks.mean | ||
+ | sum((ks-k.mean)^2) | ||
+ | sum((ks-ks.mean)^2) | ||
+ | ############ | ||
+ | set.seed(7) # another sample | ||
+ | n.samp <- 3 | ||
+ | ks <- sample(k, n.samp) | ||
+ | ks | ||
+ | ks.mean <- mean(ks) | ||
+ | ks.var <- var(ks) | ||
+ | ks.pvar <- var(ks)*((n.samp-1)/ | ||
+ | ############ | ||
+ | ks-k.mean | ||
+ | ks-ks.mean | ||
+ | sum((ks-k.mean)^2) | ||
+ | sum((ks-ks.mean)^2) | ||
+ | </ | ||
- | $ Var[X + Y] $ 를 구하고자 한다면, 우선 | + | < |
+ | > ############ | ||
+ | > set.seed(1010) | ||
+ | > n.pop <- 20 | ||
+ | > k <- sample(1: | ||
+ | > k | ||
+ | [1] | ||
+ | > k.mean <- mean(k) | ||
+ | > k.pvar <- var(k)*((n.pop-1)/ | ||
+ | > k.mean | ||
+ | [1] 8.95 | ||
+ | > k.pvar | ||
+ | [1] 27.2475 | ||
+ | > ############ | ||
+ | > n.samp <- 3 | ||
+ | > ks <- sample(k, n.samp) | ||
+ | > ks | ||
+ | [1] 11 13 18 | ||
+ | > ks.mean <- mean(ks) | ||
+ | > ks.var <- var(ks) | ||
+ | > ks.pvar <- var(ks)*((n.samp-1)/ | ||
+ | > ############ | ||
+ | > ks-k.mean | ||
+ | [1] 2.05 4.05 9.05 | ||
+ | > ks-ks.mean | ||
+ | [1] -3 -1 4 | ||
+ | > sum((ks-k.mean)^2) | ||
+ | [1] 102.5075 | ||
+ | > sum((ks-ks.mean)^2) | ||
+ | [1] 26 | ||
+ | </ | ||
- | $$ | + | < |
- | \begin{align} | + | > ############ |
- | \displaystyle E[X] = \mu_{X} = a \\ | + | > set.seed(3) # another sample |
- | \displaystyle E[Y] = \mu_{Y} | + | > n.samp <- 3 |
- | \end{align} | + | > ks <- sample(k, n.samp) |
- | $$ | + | > ks |
+ | [1] 4 11 18 | ||
+ | > ks.mean <- mean(ks) | ||
+ | > ks.var <- var(ks) | ||
+ | > ks.pvar <- var(ks)*((n.samp-1)/ | ||
+ | > ############ | ||
+ | > ks-k.mean | ||
+ | [1] -4.95 2.05 9.05 | ||
+ | > ks-ks.mean | ||
+ | [1] -7 0 7 | ||
+ | > sum((ks-k.mean)^2) | ||
+ | [1] 110.6075 | ||
+ | > sum((ks-ks.mean)^2) | ||
+ | [1] 98 | ||
+ | > | ||
- | 이라고 할 때, | + | > ############ |
+ | > set.seed(5) # another sample | ||
+ | > n.samp <- 3 | ||
+ | > ks <- sample(k, n.samp) | ||
+ | > ks | ||
+ | [1] 4 5 18 | ||
+ | > ks.mean <- mean(ks) | ||
+ | > ks.var <- var(ks) | ||
+ | > ks.pvar <- var(ks)*((n.samp-1)/ | ||
+ | > ############ | ||
+ | > ks-k.mean | ||
+ | [1] -4.95 -3.95 9.05 | ||
+ | > ks-ks.mean | ||
+ | [1] -5 -4 9 | ||
+ | > sum((ks-k.mean)^2) | ||
+ | [1] 122.0075 | ||
+ | > sum((ks-ks.mean)^2) | ||
+ | [1] 122 | ||
- | $$ | + | > ############ |
- | \begin{align*} | + | > set.seed(7) # another sample |
- | Var [X + Y] & = \displaystyle E[(X+Y)^2] - (a+b)^2 \\ | + | > n.samp <- 3 |
- | & = E[(X^2 + 2XY + Y^2)] - (a^2 + 2ab - b^2) \;\cdots\; | + | > ks <- sample(k, n.samp) |
- | \end{align*} | + | > ks |
- | $$ | + | [1] 11 5 18 |
+ | > ks.mean <- mean(ks) | ||
+ | > ks.var <- var(ks) | ||
+ | > ks.pvar <- var(ks)*((n.samp-1)/ | ||
+ | > ############ | ||
+ | > ks-k.mean | ||
+ | [1] | ||
+ | > ks-ks.mean | ||
+ | [1] -0.3333333 -6.3333333 | ||
+ | > sum((ks-k.mean)^2) | ||
+ | [1] 101.7075 | ||
+ | > sum((ks-ks.mean)^2) | ||
+ | [1] 84.66667 | ||
+ | > | ||
+ | </ | ||
+ | 위의 코드에서 | ||
+ | '' | ||
+ | '' | ||
+ | 인데, 위의 케이스를 보면 | ||
+ | '' | ||
+ | $\sum({X_{i}-\mu})^{2} > \sum({X_{i}-\overline{X}})^{2}$ 의 경향이 있다. | ||
- | 그런데 | + | 이를 |
+ | {{: | ||
- | $ E[XY] = E[X] E[Y], $ , $X$ 와 $Y$ 가 서로 독립적 (independent) 이므로 | + | ====== 실험적, 수학적 이해 ====== |
- | $$ E[XY] = a b $$ | + | \begin{eqnarray*} |
+ | \displaystyle\sum_{i=1}^{n}{(X_{i}-\mu)} > \displaystyle\sum_{i=1}^{n}{(X_{i}-\overline{X})}} | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | 를 수학적으로 이해하는 방법이다. 우선 실험을 통해서 원하는 것이 무엇인가를 설명한다. 우선 R에서 평균이 20인 (sd = 4) 모집단을 만든다. | ||
+ | < | ||
+ | ## population parameter 지정 | ||
+ | n.p <- 10000 | ||
+ | mean.p <- 20 | ||
+ | sd.p <- 4 | ||
+ | set.seed(23) | ||
+ | p <- rnorm(n.p, mean=mean.p, | ||
+ | p <- round(p) | ||
+ | hist(p, freq=F) | ||
+ | curve(dnorm(x, | ||
+ | abline(v=mean.p, | ||
+ | </ | ||
+ | * 모집단에서 4개의 원소를 샘플로 | ||
+ | * 1부터 40까지의 집합을 만들어 range에 기록해두고 | ||
+ | * $\sum{(x-\overline{x})}$ 에서 $\overline(x)$ 대신 1:40 까지의 숫자를 넣어 결과를 구해본다. | ||
+ | * 이를 plot한다. | ||
- | 이에 따라 위의 $ [a] $ 에서, | + | < |
+ | set.seed(1953) | ||
+ | x <- sample(p, 4) | ||
+ | x | ||
+ | mean(x) | ||
- | $$ | + | range <- seq(1:40) |
- | \begin{align*} | + | ss <- rep (NA, length(range)) |
- | Var [X + Y] & = E[(X^2 + 2XY + Y^2)] - (a^2 - 2ab - b^2) \\ | + | for (i in range) { |
- | & = E[X^2] - a^2 + E[Y^2] - b^2 \\ | + | ss[i] <- sum((x-range[i])^2) |
- | & = Var[X] + Var[Y] | + | } |
- | \end{align*} | + | data <- data.frame(range, |
- | $$ | + | data |
+ | min(data$ss) ## ss값이 최소일 때의 x값을 살펴보자 (=mean(x)) = 23 | ||
+ | plot(data, lty=1, lwd=1) | ||
+ | abline(v=mean(x), | ||
+ | </ | ||
+ | {{: | ||
+ | < | ||
+ | > n.p <- 10000 | ||
+ | > mean.p <- 20 | ||
+ | > sd.p <- 4 | ||
+ | > set.seed(23) | ||
+ | > p <- rnorm(n.p, mean=mean.p, | ||
+ | > p <- round(p) | ||
+ | > head(p) | ||
+ | [1] 21 18 24 27 24 24 | ||
+ | > hist(p, freq=F) | ||
+ | > curve(dnorm(x, | ||
+ | > abline(v=mean.p, | ||
+ | > | ||
- | 한편, | ||
- | $$ | + | # 모집단 평균 |
- | \begin{align*} | + | > set.seed(1953) |
- | | + | > x <- sample(p, 4) |
- | | + | > x |
- | \end{align*} | + | [1] 27 21 21 23 |
- | $$ | + | > mean(x) |
+ | [1] 23 | ||
+ | > | ||
+ | > range <- seq(1:40) | ||
+ | > ss <- rep (NA, length(range)) | ||
+ | > for (i in range) | ||
+ | + ss[i] <- sum((x-range[i])^2) | ||
+ | + } | ||
+ | > data <- data.frame(range, | ||
+ | > data | ||
+ | | ||
+ | 1 1 1960 | ||
+ | 2 2 1788 | ||
+ | 3 3 1624 | ||
+ | 4 4 1468 | ||
+ | 5 5 1320 | ||
+ | 6 6 1180 | ||
+ | 7 7 1048 | ||
+ | 8 8 924 | ||
+ | 9 9 808 | ||
+ | 10 10 700 | ||
+ | 11 11 600 | ||
+ | 12 12 508 | ||
+ | 13 13 424 | ||
+ | 14 14 348 | ||
+ | 15 15 280 | ||
+ | 16 16 220 | ||
+ | 17 17 168 | ||
+ | 18 18 124 | ||
+ | 19 19 88 | ||
+ | 20 20 60 | ||
+ | 21 21 40 | ||
+ | 22 22 28 | ||
+ | 23 23 24 | ||
+ | 24 24 28 | ||
+ | 25 25 40 | ||
+ | 26 26 60 | ||
+ | 27 27 88 | ||
+ | 28 28 124 | ||
+ | 29 29 168 | ||
+ | 30 30 220 | ||
+ | 31 31 280 | ||
+ | 32 32 348 | ||
+ | 33 33 424 | ||
+ | 34 34 508 | ||
+ | 35 35 600 | ||
+ | 36 36 700 | ||
+ | 37 37 808 | ||
+ | 38 38 924 | ||
+ | 39 39 1048 | ||
+ | 40 40 1180 | ||
+ | > min(data$ss) ## ss값이 최소일 때의 x값을 살펴보자 (=mean(x)) = 23 | ||
+ | [1] 24 | ||
+ | > plot(data, lty=1, lwd=1) | ||
+ | > abline(v=mean(x), | ||
+ | </ | ||
- | 그리고 Sampling distribution of mean과 관련된 샘플 평균들에 대한 기대값 $E[\overline{X}]$ 과 $Var[\overline{X}]$ 는 각각 | + | {{: |
- | $$ | + | 평균이 |
- | \begin{align*} | + | |
- | E[\overline{X}] & = E[\frac{1}{n} \sum_{\tiny{i=1}}^{\tiny{n}} \overline{X_i}] \\ | + | |
- | & = \frac{1}{n} n \mu \\ | + | |
- | & = \mu \; | + | |
- | Var[\overline{X}] & = Var[\frac{1}{n} \sum_{\tiny{i=1}}^{\tiny{n}} \overline{X_i}] \\ | + | |
- | & = \frac{1}{n^2} n \sigma^2 \\ | + | |
- | & = \frac{\sigma^2}{n} \; | + | |
- | \end{align*} | + | |
- | $$ | + | |
+ | 마지막 그래프에서 가장 작은 기울기값을 갖는 v 값을 구하는 미분을 한다고 가정하고 이해를 하면 수학적으로 이해할 수 있다. | ||
+ | {{: | ||
- | 같은 논리로 sampling distribution of sample variance를 구한다고 하면, 그리고 | + | \begin{eqnarray*} |
+ | \dfrac{\text{d}}{\text{dv}} \dfrac{\sum{(x-v)^2}}{n} & = & \dfrac {\sum{2(x-v)*(-1)}}{n} \\ | ||
+ | & = & \dfrac{\sum{-2(x-v)}}{n} \\ | ||
+ | & = & -\dfrac{2}{n} \sum{(x-v)} \\ | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | 위의 식이 0이 (기울기가 0이 되는 부분) 될 때의 v 값을 찾아야 | ||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | -\dfrac{2}{n} \sum{(x-v)} & = & 0 \\ | ||
+ | \sum{(x-v)} & = & 0 \\ | ||
+ | \sum{x} - n*v & = & 0 \\ | ||
+ | n*v & = & \sum{x} \\ | ||
+ | v & = & \dfrac {\sum{x}}{n} | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | 위에 따르면, 우리가 | ||
- | $$ | + | 그렇다면 |
- | \begin{align*} | + | |
- | E[s^2] & = E \left [ \frac{1}{\large | + | |
- | & = \frac{1}{\large | + | |
- | & = \frac{1}{\large | + | |
- | & = \frac{1}{\large n} E \left [ \sum_{i=1}^n X_i^2 - 2n\overline{X}^2 +n\overline{X}^2 \right ] \\ | + | |
- | & = \frac{1}{\large n} E \left [ \sum_{i=1}^n X_i^2 - n\overline{X}^2 \right ] \\ | + | |
- | & = \frac{1}{\large n} E \left [ \sum_{i=1}^n X_i^2 \right ] - E \left [ \overline{X}^2 \right ] \; | + | |
- | \end{align*} | + | |
- | $$ | + | |
- | 위에서 | ||
- | $$ | ||
- | \begin{align*} | ||
- | \sum 2 X_i \overline{X} & = 2 \sum X_i \overline{X} \\ | ||
- | & = 2 n \overline{X} * \overline{X} \;\; \text {because} \;\; \overline{X} = \frac {\sum X_i} {n} \;\;\\ | ||
- | & = 2 n \overline{X}^2 | ||
- | \end{align*} | ||
- | $$ | ||
- | 여기서 | + | ====== 수학적 증명 ====== |
+ | |||
+ | 우선, | ||
+ | |||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | Var[X] & = & E[(X-\mu)^{2}] \\ | ||
+ | & = & E[(X^{2} - 2 X \mu + \mu^{2})] \\ | ||
+ | & = & E[X^{2}] - 2 \mu E[X] + E[\mu^2] \\ | ||
+ | & = & E[X^{2}] - 2 \mu E[X] + E[\mu^{2}], \;\; \text{because E[X]=} \mu \text{, \; E[} \mu^2 \text{] = } \mu^2, \\ | ||
+ | & = & E[X^{2}] - 2 \mu^{2} + \mu^{2} | ||
+ | & = & E[X^{2}] - \mu^{2} | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | |||
+ | 이므로 | ||
+ | |||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | E[X^2] & = & Var[X] + \mu^2 \\ | ||
+ | & = & \sigma^{2} + \mu^2 \;\;\; \dots\dots\dots\dots\dots (1) | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | |||
+ | 마찬가지로 | ||
+ | |||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | Var[\overline{X}] & = & E[\overline{X}^2] - [E(\overline{X})]^2 \\ | ||
+ | & = & E[\overline{X}^{2}] - \mu^{2} | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | |||
+ | 따라서 | ||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | E[\overline{X}^{2}] | ||
+ | & = & \frac {\sigma^{2}} {n} + \mu^{2} \;\;\; \dots\dots\dots\dots\dots (2) | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | |||
+ | 참고로 위에서 | ||
+ | |||
+ | ---- | ||
+ | 참고로 Expected value (기대값)와 Variance (분산)의 연산에 | ||
+ | <WRAP box 450px> | ||
+ | X,Y are Independent variables. | ||
+ | |||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | E[aX] &=& a E[X] \\ | ||
+ | E[X+Y] &=& E[X] + E[Y] \\ | ||
+ | Var[aX] &=& a^{\tiny{2}} Var[X] \\ | ||
+ | Var[X+Y] &=& Var[X] + Var[Y] | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | |||
+ | </ | ||
+ | ---- | ||
+ | 우리가 알고자 | ||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | E[s^{2}] & = & E \left[\frac{\displaystyle\sum_{i=1}^{n}(X_{i}-\overline{X})^{2}}{n-1} \right] \dots\dots\dots (a) \\ | ||
+ | & = & \sigma^{2} | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | |||
+ | 위의 식에서 일부만을 추출해서 먼저 보자. | ||
+ | |||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | E \left[\sum{(X_{i}-\overline{X})^{2}} \right] & = & E \left[\sum(X_{i}^{2}- 2 X_{i} \overline{X} + \overline{X}^{2})\right] \\ | ||
+ | & = & E \left[\sum{X_{i}^{2}} - \sum{2X_{i}\overline{X} + \sum{\overline{X}^{2}} \right] \\ | ||
+ | & = & E \left[\sum{X_{i}^{2}} - 2\overline{X}\sum{X_{i} + n{\overline{X}^{2}} \right] \\ | ||
+ | & = & E \left[\sum{X_{i}^{2}} - 2\overline{X}\cdot n \overline{X} + n{\overline{X}^{2}} \right] \\ | ||
+ | & = & E \left[\sum{X_{i}^{2}} - n{\overline{X}^{2}} \right] \\ | ||
+ | & = & \sum{E(X_{i}^{2})} - E(n\overline{X}^{2}) | ||
+ | & = & \sum{E(X_{i}^{2})} - n E(\overline{X}^{2}) | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | |||
+ | 한 편, 위의 (1), (2)에서 | ||
+ | |||
+ | |||
+ | <WRAP box> | ||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | E[X_{i}^{2}] & = & \sigma^{2} + \mu^2 \;\;\; \dots\dots\dots\dots\dots (1) \\ | ||
+ | E[\overline{X}^{2}] & = & \dfrac {\sigma^{2}} {n} + \mu^{2} \;\;\; \dots\dots\dots\dots\dots (2) | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
+ | </ | ||
+ | |||
+ | 위의 (1), (2)를 (3)에 대입해보면 | ||
+ | |||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | E \left[\sum{(X_{i}-\overline{X})^{2}} \right] & = & \sum{E(X_{i}^{2})} - n E(\overline{X}^{2}) | ||
+ | & = & \sum{(\sigma^{2} + \mu^{2})} - n (\dfrac{\sigma^2}{n} + \mu^2) \\ | ||
+ | & = & n\sigma^{2} + n\mu^{2} - \sigma^{2} - n\mu^{2} \\ | ||
+ | & = & (n-1) \sigma^{2} | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
- | $$ E \left [ \displaystyle \sum_{i=1}^n X_i^2 \right ] = Var[X_i] + \mu = \sigma^2 + \mu$$ | + | 위는 식 (a)의 일부이므로 이를 온전한 식에 대입해보면, |
- | $$ E \left [ \displaystyle | + | \begin{eqnarray*} |
+ | E \left[\sum{(X_{i}-\overline{X})^{2}} \right] | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
- | $$ | + | \begin{eqnarray*} |
- | \begin{align*} | + | E[s^{2}] & = & E \left[ |
- | E[s^2] & = \frac{1}{n} (\sigma^2+\mu) | + | & = & \dfrac{1}{n-1} E \left[\sum{(X_{i}-\overline{X})^{2}} \right] \\ |
- | & = \frac{1}{n} \left [n(\sigma^2+\mu) | + | & = & \dfrac{1}{n-1} (n-1) \sigma^{2} \\ |
- | & = \frac{1}{n} | + | & = & \sigma^{2} |
- | & = \frac{(n-1)\sigma^2}{n} \; | + | \end{eqnarray*} |
- | \end{align*} | + | |
- | $$ | + | |
+ | 그러므로, | ||
+ | \begin{eqnarray*} | ||
+ | E(s^2) = \sigma^{2} | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
- | 즉 sample에서 구하는 variance로 모집단의 variance를 구하는데 오차가 보인다. 이를 모집단의 variance와 근사하게 | + | 만약에 우리가 population의 variance를 구하듯이 n을 이용한다고 하면, |
- | $ \displaystyle | + | \begin{eqnarray*} |
+ | E[s^{2}] & = & E \left[ | ||
+ | & = & \dfrac{1}{n} E \left[\sum{(X_{i}-\overline{X})^{2}} \right] \\ | ||
+ | & = & \dfrac{1}{n} (n-1) \sigma^{2} \\ | ||
+ | & = & (\dfrac{n-1}{n}) \sigma^{2} \\ | ||
+ | \end{eqnarray*} | ||
- | 을 [5]에 곱하면, | + | 즉, 원래 $\sigma^2$ 값보다 조금 작은 값을 갖게 될 것이다 (이를 biased result라고 한다). |
- | $ E[S^2] = \displaystyle \frac{(n-1)\sigma^2}{n} * \frac{n}{n-1} = \sigma^2 $ | + | {{tag>" |
- | {{tag>" | ||
estimated_standard_deviation.txt · Last modified: 2023/09/13 11:00 by hkimscil